Approfondimenti sulla mortalità e incidenza per tumore dello

Registro di Mortalità Regionale (RMR) della Toscana
Registro Tumori della Regione Toscana (RTRT)
Approfondimenti sulla mortalità e incidenza
per tumore dello stomaco in Toscana dal 1971 al 2004:
differenze geografiche e temporali
A cura di:
Giuseppe Gorini*, Lucia Giovannetti*, Andrea Martini*, Sandra Mallone*, Brunella Sorso*,
Adele Caldarella**, Giovanna Masala^, Emanuele Crocetti**, Elisabetta Chellini*, Eugenio
Paci** e Adele Seniori Costantini*
* U.O. Epidemiologia Ambientale-Occupazionale, CSPO, Firenze
** U.O. Epidemiologia Clinico-Descrittiva, CSPO, Firenze
^ U.O. Epidemiologia Molecolare Nutrizionale, CSPO, Firenze
Firenze, novembre 2007
Giuseppe Gorini ha curato la messa a punto degli obiettivi, dei
modelli, e del documento finale
Lucia Giovannetti e Giovanna Masala hanno curato la parte
bibliografica
Andrea Martini e Sandra Mallone hanno effettuato le analisi spaziali
e i modelli età-periodo-coorte
Adele Caldarella ha curato l’approfondimento sull’incidenza
Elisabetta Chellini, Adele Seniori Costantini ed Eugenio Paci hanno
revisionato il testo
Brunella Sorso ha curato l’editing del testo.
Il presente lavoro è stato predisposto presso la
U.O. Epidemiologia Ambientale Occupazionale del CSPO.
segreteria U.O.: sig.ra Caterina Ferrari 055-6268345
segreteria RMR: sig.ra Grazia Fornai 055-6268337
e-mail [email protected],
2
INDICE
1. Introduzione sulla mortalità per tumore gastrico in Toscana dal 1971 al 2004
5
2. Variazioni temporali e geografiche dei tassi di mortalità e incidenza in Toscana
2.1. Variazioni temporali dell’incidenza e mortalità nelle province di Firenze
e Prato (EPC e EAPC) nel periodo 1985-2003
2.2. Variazioni temporali e geografiche della mortalità in Toscana nel
periodo 1971-2004 (EPC, EAPC ed analisi età-periodo-coorte)
2.3. Considerazioni in merito ai risultati di queste analisi
9
11
15
3. Approfondimenti sull’incidenza del tumore gastrico nelle province di Firenze e
Prato
17
4. Revisione bibliografica
4.1. Incidenza e mortalità .
4.2. Fattori di rischio.
4.2.1. Helicobacter Pylori
4.2.2. Dieta
4.2.3. Condizioni igienico-sanitarie
4.2.4. Differenze socio-economiche
21
21
25
25
26
27
27
5. Note metodologiche
33
3
9
4
-1INTRODUZIONE SULLA MORTALITÀ PER TUMORE GASTRICO IN TOSCANA DAL 1971 AL 2004
Dal recente volume “La mortalità in Toscana dal 1971 al 2004” (2006)1 si evince che nel periodo
esaminato il decremento di mortalità per tumore dello stomaco in Toscana, al netto degli effetti
dell’età, è stato superiore al 60% in entrambi i sessi, ma si possono ancora evidenziare notevoli
differenze di mortalità tra i comuni toscani per questo tumore, che è nel quinquennio 2000-2004 il
3° per frequenza come causa di morte nei maschi e il 4° nelle femmine.
Le aree a maggior rischio sono storicamente quelle a ridosso della dorsale appeninica toscoromagnola2,3,4: la ASL 8 di Arezzo (da sempre a maggior rischio), a seguire la ASL 7 di Siena, la
ASL 4 di Prato e la ASL 10 di Firenze come si evince anche dalle mappe alle figure 1 e 2. Il range
di variazione degli EBMR comunali è risultato pari a 58-191 per gli uomini e 56-199 per le donne.
Nel 2000-2004 la ASL 5 Pisa per i maschi e la ASL 2 Lucca per le femmine hanno mostrato i più
bassi livelli di mortalità rispetto alla media regionale (-30% circa), mentre la ASL 8 Arezzo per
entrambi i sessi ha raggiunto il più alto livello di mortalità rispetto alla media regionale (+50%
circa). Tra le zone socio-sanitarie, l’Elba ha raggiunto l’SMR più basso per entrambi i sessi
(maschi: 59,1; femmine: 17,1), il Mugello quello più alto (184,6) nei maschi e il Casentino (178,4)
nelle femmine.
La mortalità presenta un andamento coerente nella direzione di una riduzione nel tempo (>6%
annuo), simile a quello registrato in Italia ed in altri Paesi industrializzati, e progressivamente
maggiore per le coorti di nascita più recenti (figure 3-6).
Obiettivi di questo lavoro sono i seguenti:
- studiare eventuali differenze geografiche nella mortalità e incidenza per tumore gastrico in
Toscana;
- esaminare l’andamento temporale dell’incidenza del tumore gastrico nelle aree di rilevazione del
Registro Tumori della Regione Toscana (RTRT), anche dal punto di vista topografico e istologico.
Dal 1985 esiste infatti un Registro Tumori di popolazione per le province di Firenze e Prato che
registra i casi per tipo morfologico e sottosede anatomica5; dal 2004 tale rilevazione è stata estesa
a tutta la regione;
- presentare una sintesi delle conoscenze sull’eziologia di questo tumore.
1
Chellini E, Mallone S, Giovannetti L, Martini A, Seniori Costantini A, Vigotti MA, Cislaghi C. La mortalità in
Toscana dal 1971 al 2004. Firenze, Edizioni Regione Toscana, 2006.
2
http://www.cspo.it/REGISTRI/registro_rmr/rmr.asp?nomePagina=tassiMortalita.asp&sottosez=Tassi
3
Giovannetti L, Palli D. Gli andamenti della mortalità per tumore dello stomaco: ipotesi interpretative.
Relazione all’Incontro annuale del Registro di Mortalità Regionale toscano. Firenze, 14 luglio 2005.
http://www.cspo.it/database/ mostra.asp?idfile=614
4
Mallone S, Martini A, Gorini G, Giovannetti L, Chellini E, Seniori Costantini A. Analisi spazio-temporale della
mortalità per tumore dello stomaco in Toscana. In: Abstract book del Primo Convegno regionale dalla
Sezione regionale Toscana dell’Associazione Italiana di Epidemiologia “Guadagnare salute in Toscana. I
determinanti di salute: dagli stili di vita all’inquinamento ambientale”, 22 marzo 2007, Firenze: 53.
5
http://www.cspo.it/REGISTRI/REGISTRO_RTT/rtrt/tumoriintoscana/stomaco%20maschi.pdf;
http://www.cspo.it/REGISTRI/REGISTRO_RTT/rtrt/tumoriintoscana/stomaco%20femmine.pdf
5
Figura 1: Distribuzione degli Stimatori Bayesiani Empirici (EBMR= Empirical Bayesian Mortality
Ratio) per tumore dello stomaco per area comunale in Toscana nel 2000-2004. Maschi.
Figura 2: Distribuzione degli Stimatori Bayesiani Empirici (EBMR= Empirical Bayesian Mortality
Ratio) per tumore dello stomaco per area comunale in Toscana nel 2000-2004. Femmine.
6
Figura 3: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per coorte di nascita (in quinquenni)
secondo il modello di analisi età-coorte. Maschi, Toscana.
1,2
1
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0
1885- 1890- 1895- 1900- 1905- 1910- 1915- 1920- 1925- 1930- 1935- 1940- 1945- 1950- 1955- 1960- 1965Coorte di nascita
Figura 4: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per periodo quinquennale secondo il
modello di analisi età-periodo. Maschi,Toscana
1,2
1,0
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0,0
1971-1974
1975-1979
1980-1984
1985-1989
Periodo di decesso
7
1990-1994
1995-1999
2000-2004
Figura 5: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per coorte di nascita (in quinquenni)
secondo il modello di analisi età-coorte. Femmine, Toscana.
1,4
1,2
Rischi relativi
1
0,8
0,6
0,4
0,2
0
1885- 1890- 1895- 1900- 1905- 1910- 1915- 1920- 1925- 1930- 1935- 1940- 1945- 1950- 1955- 1960- 1965Coorte di nascita
Figura 6: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per periodo quinquennale secondo il
modello di analisi età-periodo. Femmine, Toscana.
1,2
1
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0
1971-1974
1975-1979
1980-1984
1985-1989
Periodo di decesso
8
1990-1994
1995-1999
2000-2004
-2VARIAZIONI TEMPORALI E GEOGRAFICHE DEI TASSI DI MORTALITÀ E INCIDENZA IN TOSCANA
E’ stata stimata inizialmente la variazione percentuale (Estimated Percent Change o EPC) sia
dell’incidenza nelle province di Firenze e Prato, le sole due aree toscane per le quali l’incidenza è
attualmente disponibile (dal 1985), sia della mortalità in Toscana, per i due raggruppamenti di zone
di ASL toscane con rischio di mortalità nei maschi e/o nelle femmine significativamente diverso da
quello medio regionale nel quinquennio 2000-2004 (SMR2000-2004 >100, SMR 2000-2004<100;
tabella 1).
Tabella 1: Zone delle ASL toscane con rischio di morte per tumore gastrico significativamente
(p<0.05) più alto o più basso rispetto alla media regionale.
Area ad alto rischio
SMR2000-2004 >100
Pratese *
Fiorentina Sud-Est *
Mugello *
Fiorentina Nord-Ovest *
Casentino
Valdarno
Val di Chiana Aretina
Aretina
Alta Val d'Elsa
Val di Chiana Senese
Area a basso rischio
SMR2000-2004 <100
Piana di Lucca
Valdera
Pisana
Bassa Val di Cecina
Elba
Livornese
Val di Nievole
Firenze*
Colline Metallifere
* zone di rilevazione del Registro Tumori della RegioneToscana (RTRT) nel periodo 1985-2003
Successivamente, utilizzando i dati di mortalità in Toscana dal 1971 al 2004, sono stati applicati i
modelli di analisi età periodo coorte, in modo da capire quale componente (periodo di morte,
coorte di nascita) fosse più importante nella diminuzione dei tassi di mortalità per tumore dello
stomaco. Anche questa analisi è stata effettuata per i due raggruppamenti di aree toscane a
diverso rischio di morte.
Nel periodo considerato il miglioramento delle condizioni igienico-sanitarie nelle abitazioni prima
della seconda guerra mondiale e l’introduzione del frigorifero nel dopoguerra, possono aver influito
sull’andamento del tumore dello stomaco: i casi/decessi dovrebbero essere diminuiti nei periodi
successivi all’introduzione dei miglioramenti igienico-sanitari. Per quanto riguarda la prevalenza
d’infezione da Helicobacter Pylory (H. pylory), può aver influito sulla mortalità con un effetto coorte,
determinato da una riduzione della prevalenza di infezione a partire da una determinata
generazione.
2.1. VARIAZIONI TEMPORALI DELL’INCIDENZA E MORTALITÀ NELLE PROVINCE DI FIRENZE E PRATO (EPC
E EAPC) NEL PERIODO 1985-2003
L’andamento dei tassi di mortalità (1985-2005) e di incidenza (1985-2003), distinti per sesso, nelle
province di Firenze e Prato, è riportato nella figura 7.
Il rapporto Maschi/Femmine nel 1985 è stato pari a 2,1 sia per l’incidenza che per la mortalità.
Invece nel 2003 il rapporto M/F per la mortalità (2,6) ha superato il rapporto M/F per l’incidenza
(1,8).
In tabella 2 sono mostrati gli EPC dell’incidenza per tumore dello stomaco calcolati dal 1985 al
2003 per le province di Firenze e Prato. Gli uomini e le donne sono stati considerati assieme, dato
9
lo stesso andamento della patologia nei due generi. Gli EPC sono stati stimati tramite l’utilizzo di
modelli di regressione poissoniana, analoghi a quelli utilizzati per i modelli di analisi età-periodocoorte, di cui si mostrano i risultati più avanti.
Figura 7: Tassi di mortalità (1985-2005) e di incidenza (1985-2003), distinti per sesso, nelle
province di Firenze e Prato
80
Tassi standardizzati x100.000
70
60
50
40
30
20
10
0
1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Anni
Mortalità Femmine
Incidenza Femmine
Mortalità Maschi
Incidenza Maschi
Tabella 2 : Stime dei cambiamenti percentuali (EPC= Estimated Percent Change; EAPC=
Estimated Annual Percent Change) nei tassi di incidenza per tumore dello stomaco
(1985-2003, uomini e donne insieme), per le province di Firenze e Prato, e relativo
intervallo di confidenza al 95%.
Età
35-44
45-54
55-64
65-74
75-84
85+
a
EPC grezzoa,b
EPC aggiustato
per etàa
EAPCa,c
Incidenza , Uomini e Donne
I.C. 95%
EPCa (%)
Lim. Inf. Lim. Sup.
-13.0
-24.5
0.3
-20.9 *
-27.0
-14.3
-25.0 *
-28.6
-21.1
-22.9 *
-25.7
-20.1
-18.1 *
-20.8
-15.4
-18.9 *
-23.0
-14.6
-17.2 *
-18.8
-15.6
-20.8 *
-3.8 *
-22.3
-4.1
-19.2
-3.5
EPC su tutto il periodo; bnon aggiustato per età;
calcolato per anno; * p < 0.05
c
10
Nell’intero periodo (1985-2003) l’incidenza è diminuita significativamente del 20,8% (tabella 2).
La variazione percentuale annua (EAPC) stimata dell’incidenza è in diminuzione (-3,8%) in modo
significativo in tutte le classi decennali di età considerate, tranne che per la classe 35-44 anni.
E’ stato analizzato l’andamento dell’incidenza anche considerando solo le zone a maggior rischio
per tumore gastrico all’interno delle province di Firenze e Prato (zone con l’asterisco in tabella 1),
ma i risultati non si discostano da quelli descritti in tabella 2, e non sono pertanto mostrati.
2.2. VARIAZIONI TEMPORALI E GEOGRAFICHE DELLA MORTALITÀ IN TOSCANA NEL PERIODO 1971-2004
(EPC, EAPC ED ANALISI ETÀ-PERIODO-COORTE)
Nella tabella 3 sono riportati gli andamenti della mortalità 1971-2004 nelle zone ad alto e basso
rischio di tutta la Toscana. La diminuzione annua della mortalità è stata del 16,8% e del 17,8%
rispettivamente nelle zone ad alto e a basso rischio, mentre la diminuzione della mortalità
nell’intero periodo considerato (1971-2004) è stata del 66,9% e del 69,2%. Nelle zone a basso
rischio la diminuzione di incidenza per la classe 35-44 anni appare meno evidente che nell’area ad
alto rischio.
Utilizzando il modello di analisi età-periodo-coorte, nelle zone a maggior rischio (tabella 4) si può
evidenziare la significatività statistica del modello età-drift suggerendo che il logaritmo dei tassi di
mortalità cambia per tutte le classi di età nel tempo, con un andamento costante. Il confronto tra il
modello età-periodo ed il modello età-drift non raggiunge invece la significatività statistica
mostrando che non sussiste un effetto periodo non lineare. Quando invece si introduce la coorte
nel modello con l’età, si ottiene un risultato significativo, indicando un forte effetto coorte non
lineare, come si può vedere dalle figure successive (fig. 8-9), dove l’andamento dei rischi per
coorte si discosta dalla linearità maggiormente di quanto succeda per i rischi per periodo. Infine,
anche il modello completo età-periodo-coorte non è significativo.
Nella figura 8 sono riportati i rischi relativi del modello età-periodo, nella figura 9 quelli del modello
età-coorte nelle zone ad alto rischio della Toscana: per le coorti nate nei periodi bellici e post-bellici
(1915-1924 e 1940-1954) si può individuare un rallentamento nella tendenza alla riduzione della
mortalità per questo tumore, un andamento simile si nota anche per le coorti nate negli anni 19051914, cioè prima della grande guerra (guerra di Libia nel 1911, epidemie di colera e tifo in Italia).
Tabella 3: Stime dei cambiamenti percentuali (EPC=Estimated Percent Change; EAPC= Estimated
Annual Percent Change) nei tassi di mortalità per tumore dello stomaco (1971-2004,
uomini e donne insieme) per zone ad alto e basso rischio in Toscana, e relativo
intervallo di confidenza al 95%.
Zone ad alto rischio
Età
a
EPCa%
I.C. 95%
Lim Inf Lim Sup
-85.5
-66.0
-78.4
-66.8
-78.5
-72.3
-71.9
-66.7
-67.3
-61.7
-55.8
-42.9
Zone a basso rischio
EPCa%
-56.1*
-66.8*
-72.7*
-71.6*
-70.0*
-60.5*
I.C. 95%
Lim Inf Lim Sup
-71.8
-31.7
-73.5
-58.2
-76.3
-68.6
-74.1
-68.8
-72.4
-67.4
-65.1
-55.4
35-44
45-54
55-64
65-74
75-84
85+
-77.8*
-73.2*
-75.6*
-69.4*
-64.6*
-49.7*
EPC grezzoa,b
EPC aggiustato per
etàa
EAPCa,c
-55.6*
-57.6
-53.5
-57.7*
-59.7
-55.6
-66.9*
-16.8*
-68.5
-17.5
-65.4
-16.2
-69.2*
-17.8*
-70.7
-18.5
-67.6
-17.1
EPC su tutto il periodo; bnon aggiustato per età; c calcolato per anno; * p < 0.05
11
E’ stata pure eseguita un’analisi distinta per sesso nell’area ad alto rischio, ma i risultati non
cambiano.
Nelle zone a basso rischio, come evidenziabile in tabella 5, il modello età-periodo è altamente
significativo rispetto al modello età-drift temporale e, dopo aver aggiustato per l’effetto periodo,
anche l’effetto coorte si dimostra statisticamente significativo. In questo modello quindi l’effetto
coorte non lineare sussiste insieme a quello di periodo non lineare. Dalle figure 10 e 11, si può
notare che, rispetto ai grafici precedenti relativi alle aree ad alto rischio, il grafico dei rischi relativi
per periodo ha un andamento meno lineare.
Tabella 4: Mortalità per tumore dello stomaco nelle aree ad alto rischio, Toscana 1971-2004.
Modelli età periodo coorte: devianza, gradi di liberta (gdl), confronti (si riferiscono ai
cambiamenti nella devianza), cambiamenti nella devianza (tra un modello e l’altro), pvalue (indica il grado di significatività dei cambiamenti della devianza) e Dev/gdl
(=devianza/gradi di liberà; indice della bontà del modello dove il modello ideale ha
dev/gdl=1)
Area ad alto rischio
Modelli
Età (E)
Età + drift (Ed)
Età + periodo (EP)
Età + coorte (EC)
Età + coorte + periodo
(EPC)
Devianza gdl
2331.1
127.6
119.6
42.4
60
59
54
45
38.7
40
Confronti
Cambiamenti
nella devianza
(gdl)
Ed vs. E
EP vs. Ed
EC vs. Ed
EPC vs.
EC
p-value
Dev./gdl
2203.42(1)
8.02(5)
85.28(14)
<0.001
0.1552
<0.001
38.85
2.163
2.215
0.941
3.69(5)
0.595
0.967
Tabella 5: Mortalità per tumore dello stomaco nelle aree a basso rischio, della Toscana 1971-2004.
Modelli età periodo coorte: devianza, gradi di liberta (gdl), confronti (si riferiscono ai
cambiamenti nella devianza), cambiamenti nella devianza (tra un modello e l’altro), pvalue (indica il grado di significatività dei cambiamenti della devianza), e Dev/gdl
(=devianza/gradi di liberà; indice della bontà del modello dove il modello ideale ha
dev/gdl=1)
Area a basso rischio
Modelli
Devianza
Età (E)
Età + drift (Ed)
Età + periodo (EP)
Età + coorte (EC)
Età + coorte + periodo
(EPC)
2134.4
79.1
55.5
43.2
30.3
gdl
Confronti
60
59 Ed vs. E
54 EP vs. Ed
45 EC vs. Ed
EPC vs.
40
EC
12
Cambiamenti
nella devianza
(gdl)
pvalue
Dev./gdl
2055.30(1)
23.64(5)
35.91(14)
<0.001
<0.001
0.0011
35.6
1.3
1.03
0.96
12.93(5)
0.024
0.76
Figura 8: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per periodo quinquennale secondo il
modello età-periodo. Maschi+Femmine, aree ad alto rischio della Toscana
1,2
1,0
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0,0
1971-74
1975-79
1980-84
1985-89
1990-94
1995-99
2000-04
Periodo di decesso
Figura 9: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per coorte di nascita (in quinquenni)
secondo il modello età coorte. Maschi+Femmine, aree ad alto rischio della Toscana.
1,2
1
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0
1885- 1890- 1895- 1900- 1905- 1910- 1915- 1920- 1925- 1930- 1935- 1940- 1945- 1950- 1955- 1960Coorte di nascita
13
Figura 10: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per periodo quinquennale secondo il
modello età periodo. Maschi+Femmine, aree a basso rischio della Toscana.
1,1
1
0,9
Rischi relativi
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
1971-74
1975-79
1980-84
1985-89
1990-94
1995-99
2000-04
Periodo di decesso
Figura 11: Rischi relativi di mortalità per tumore dello stomaco per coorte di nascita (in quinquenni)
secondo il modello età coorte. Maschi+Femmine, aree a basso rischio della Toscana
1,2
1
Rischi relativi
0,8
0,6
0,4
0,2
0
1885- 1890- 1895- 1900- 1905- 1910- 1915- 1920- 1925- 1930- 1935- 1940- 1945- 1950- 1955- 1960Coorte di nascita
14
2.3. CONSIDERAZIONI IN MERITO AI RISULTATI DI QUESTE ANALISI
Il decremento di mortalità per tumore dello stomaco, riconducibile ad una diminuzione di incidenza,
può essere correlato al miglioramento delle abitudini alimentari, alle migliori tecniche di
conservazione degli alimenti, ad un minor consumo di acque potabili con elevati livelli di nitrati e ad
una minore prevalenza dell’infezione da H. pylori.
Questi fattori potrebbero aver agito nelle differenti aree della Toscana in tempi differenziati, ma
soprattutto con intensità diverse.
Nelle aree ad alto rischio, tutta la non linearità della diminuzione dei tassi di mortalità è determinata
dalle coorti, mentre nelle aree a basso rischio della Toscana, l’effetto non lineare per periodo e per
coorte sussistono entrambi, sebbene l’effetto per periodo sia più forte (confronta tabella 4 e 5). In
particolare, se confrontiamo le figure 9 e 11, vediamo come l’andamento dei rischi per coorte di
nascita nelle aree ad alto rischio sia meno lineare, in particolare nelle coorti nate intorno al 1910.
Questa differenza potrebbe suggerire che nelle aree ad alto rischio sia intervenuto maggiormente
un fattore che ha determinato un effetto per coorte più marcato, ovvero un effetto che insiste non
trasversalmente, ma che investe per coorti successive di nascita. Riprendendo le ipotesi dell’inizio
del paragrafo, sembra quindi che la diminuzione della prevalenza di infezione da H. Pylori abbia
avuto un effetto più marcato nelle aree ad alto rischio.
15
16
-3APPROFONDIMENTI SULL’INCIDENZA DEL TUMORE GASTRICO NELLE PROVINCE DI FIRENZE E PRATO
I dati relativi al tipo istologico e sottosede anatomica del tumore dello stomaco sono quelli registrati
dal RTRT per il periodo 1985-2003 nelle province di Firenze e Prato.
Dal primo quinquennio all’ultimo quadriennio la quota di casi senza conferma istologica (tabella 6)
e senza indicazione della sottosede (tabella 7) è diminuita notevolmente, migliorando quindi la
qualità dell’informazione, ma rendendo difficile utilizzare queste informazioni (topografia e tipo
istologico) nello studio degli andamenti temporali, visto che nei primi quinquenni i casi non noti sia
per topografia che tipo istologico sono molti.
Anche limitatamente ai casi con conferma istologica il livello di dettaglio della refertazione e/o della
codifica è aumentato nel tempo (vedi in tabella 6 l’aumento della quota di adenocarcinoma di tipo
intestinale che va di pari passo con la diminuzione della quota di adenocarcinoma n.s). Deve
inoltre essere considerato che la classificazione morfologica dei tumori gastrici secondo l’ICD-O si
basa su almeno 2 criteri classificativi (quello di Lauren e quello dell’OMS).
Anche per quanto riguarda la refertazione e/o codifica della sottosede vi sono state sicuramente
variazioni nel tempo nei dati del RTRT. Tali cambiamenti sono stati rilevati anche nei dati
statunitensi del SEER.
Nella tabella 8 e nelle figure 12 e 13 sono riportati i tassi standardizzati (standard: popolazione
europea) x 100.000, per classi di età (0-49 anni; 50+ anni) e per tipo istologico.
Il “tipo intestinale” comprende i codici morfologici: M-8010 (carcinoma nas), M-8140
(adenocarcinoma), M-8144 (adenocarcinoma intestinale), M-8211 (adenocarcinoma tubulare), M8260 (adenocarcinoma papillare), M-8480 (adenocarcinoma mucinoso); il “tipo diffuso” comprende:
M-8142 (linite plastica), M-8145 (carcinoma indifferenziato o diffuso), M-8490 (carcinoma a cellule
ad anello con castone); "altro" comprende: neoplasia n.a.s., carcinoide, carcinoma a cellule
squamose, tumori non epiteliali.
Mentre il tipo intestinale risulta in diminuzione significativa anche se lieve (Annual Percent Change
o APC del -4.0% e del -3.5% nelle classi di età 0-49 e 50+ anni), il tipo diffuso risulta in aumento
significativo del 6.3% nella classe di età 50+ anni, mentre nella classe di età giovanile risulta
sostanzialmente stabile. La classe “altro”, che comprende anche i tumori senza definizione nel
referto del tipo istologico, è in netta diminuzione nella classe di età più anziana, mentre è
sostanzialmente stabile nei giovani. Il problema della scarsa specificità delle istologie nei primi anni
del RTRT è quindi appannaggio soprattutto degli ultra50enni.
17
Tabella 6: Numero dei casi incidenti di tumore gastrico (n.), % sul totale dei casi di tumore gastrico (%TG) e % sul totale dei casi con istologia
(%TI) per periodo e tipo istologico. Province di Firenze e Prato, 1985-2003
RTT - Tumori maligni primitivi dello stomaco - Morfologie più frequenti - Anni 1985-2003
Codice
Morfologia
n.
1985-89
%TG
%TI
n.
1990-94
%TG
%TI
n.
1995-99
%TG
%TI
n.
2000-03
%TG
%TI
78
2.01
2.97
68
1.99
2.61
82
2.69
3.37
48
2.38
2.80
1894
48.90
72.23
1832
53.54
70.41
1455
47.70
59.88
808
40.06
47.20
4
0.10
0.15
135
3.95
5.19
326
10.69
13.42
397
19.68
23.19
9
0.23
0.34
31
0.91
1.19
90
2.95
3.70
112
5.55
6.54
408
10.53
15.56
210
6.14
8.07
188
6.16
7.74
119
5.90
6.95
43
1.11
1.64
119
3.48
4.57
96
3.15
3.95
72
3.57
4.21
altri epiteliali
94
2.43
3.59
79
2.31
3.04
57
1.87
2.35
68
3.37
3.97
non epiteliali
TOTALE CON
ISTOLOGIA (TI)
92
2.38
3.51
128
3.74
4.92
136
4.46
5.60
88
4.36
5.14
100.00
2602
100.00
2430
100.00
1712
M-8010
M-8140
M-8144
M-8145
M-8480
M-8490
M-9990
TOTALE
GENERALE (TG)
carcinoma
adenocarcino
ma
adenocarcino
ma tipo
intestinale
carcinoma,
tipo diffuso
adenocarcino
ma mucinoso
carcinoma a
cellule a
sigillo
2622
senza
istologia
100.00
1251
32.30
820
23.96
620
20.33
305
15.12
3873
100.00
3422
100.00
3050
100.00
2017
100.00
18
Tabella 7: Casi incidenti di tumore gastrico (n. e %) per periodo e topografia. Province di Firenze e
Prato, 1985-2003
RTT - Topografia dei tumori gastrici - anni 1985-2003 *
sede
1510
1511
1512
1513
1514
1515
1516
1517
1518
1519
TOTALE
Cardias
Piloro
antro pilorico
Fondo
Corpo
piccola curva
grande curva
Moncone
Altri
n.s.
1985-89
n.
%
231
5.83
31
0.78
537
13.54
50
1.26
101
2.55
38
0.96
15
0.38
113
2.85
121
3.05
2728
68.80
3965 100.00
1990-94
n.
%
159
4.48
35
0.99
573 16.14
39
1.10
126
3.55
48
1.35
12
0.34
134
3.77
254
7.15
2170 61.13
3550 100.00
1995-99
n.
%
183
5.77
13
0.41
478 15.08
41
1.29
163
5.14
85
2.68
11
0.35
105
3.31
40
1.26
2051 64.70
3170 100.00
2000-03
n.
%
146
6.98
19
0.91
535
25.59
57
2.73
187
8.94
84
4.02
23
1.10
67
3.20
78
3.73
895
42.80
2091 100.00
* i totali di periodo non coincidono con quelli presentati in tab.6 (rispetto ai quali qui: +92 nel 1985-89, +128
nel 1990-94, +120 nel 1995-99, +74 nel 2000-03) perché in tab.7 sono stati conteggiati anche i tumori
gastrici benigni, in situ, incerti e i metastatici.
Tabella 8: Tasso standardizzato (standard: popolazione europea) di incidenza per tumore dello
stomaco (uomini+donne) x 100.000, per classi di età (0-49 anni; 50+ anni) e per tipo
istologico (adecarcinoma di tipo intestinale, carcinoma diffuso, altro tipo) e anno di
incidenza. Province di Firenze e Prato, 1985-2003
Anno
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
0-49 anni
Carcinoma
Tipo Intestinale
Diffuso
3.3
0.0
2.9
0.2
2.0
0.5
2.9
0.4
2.9
0.2
3.0
1.0
2.8
0.6
3.0
0.1
1.9
0.4
1.7
0.4
2.9
0.8
1.9
0.8
1.9
0.4
1.7
0.6
2.4
0.5
2.0
0.2
1.1
1.1
1.5
0.4
1.2
0.2
Altro
0.6
0.7
0.5
0.5
0.2
0.4
0.0
0.5
0.2
0.2
0.4
0.6
0.4
0.7
0.3
0.4
0.2
0.1
0.1
19
Tipo
Intestinale
90.4
92.9
90.9
84.8
86.1
81.2
88.1
78.6
77.4
78.2
80.8
76.0
62.8
61.5
60.8
60.8
50.5
53.0
42.5
50+ anni
Carcinoma
Diffuso
0.6
0.7
2.4
3.5
2.4
5.8
4.5
5.1
5.7
5.3
4.7
8.6
6.4
5.4
5.0
6.9
8.0
9.0
7.3
Altro
59.5
50.0
44.0
35.2
36.0
32.6
32.4
27.3
22.6
22.6
18.8
17.1
20.6
14.0
13.8
11.8
10.6
12.6
11.5
Figura 12: Tasso standardizzato (standard: popolazione europea) di incidenza per tumore dello
stomaco (uomini+donne, 0-49 anni) x 100.000, per tipo istologico, e Annual Percent Change
(APC). Province di Firenze e Prato, 1985-2003
4
3,5
3
APC: -4.0 (-5.7 , -2.2)
2,5
2
1,5
Intestinale
APC: -2.3 (-17.2 , 15.1)
1
APC: 1.7 (-3.9 , 7.6)
Diffuso
Altro
0,5
0
1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
Figura 13: Tasso standardizzato (standard: popolazione europea) di incidenza per tumore dello
stomaco (uomini+donne, 50+ anni) x 100.000, per tipo istologico, e Annual Percent Change (APC).
Province di Firenze e Prato, 1985-2003
100
APC: -3.5 (-4.2 , -2.8)
80
60
40
APC: -9.1 (-9.9 , -8.3)
Intestinale
Diffuso
20
0
Altro
APC: 6.3 (3.3 , 9.4)
1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
20
-4REVISIONE BIBLIOGRAFICA
4.1. INCIDENZA E MORTALITÀ
Il declino di incidenza e mortalità per tumore gastrico, osservato in tutto il mondo, è stato definito
un “trionfo non programmato”. Si è instaurato poco prima della metà del secolo XX nei maggiori
paesi della Comunità Europea (compresa l’Italia), negli USA e nei paesi più sviluppati, mentre in
Spagna è iniziato negli anni ’60 e in Portogallo negli anni ’70 (De Carli, 1986; Marinelli, 1989;
IARC, 1993; Levi, 2004; Verdecchia, 2004; Stracci, 2004 e 2007).
Nel mondo il tumore dello stomaco presenta un ampio range di variazione sia del tasso di
incidenza sia di quello di mortalità (GLOBOCAN, 2002).
Nei maschi mediamente il tasso di incidenza grezzo è pari a 19,3 casi/100.000 e quello
standardizzato (standard: popolazione mondiale) è 22,0/100.000 (22,3 nelle regioni più sviluppate
e 21,5 nelle regioni meno sviluppate), mentre i tassi di mortalità corrispondenti sono: 14,3/100.000
(grezzo) e 16,3/100.000 (standardizzato; 14,5/100.000 nelle regioni più sviluppate e 17,0/100.000
nelle regioni meno sviluppate). In Corea sono stati registrati i tassi più alti sia di incidenza che di
mortalità (69,7 e 37,1/100.000) e in Camerun i più bassi (0,6 e 0,5/100.000). I tassi italiani di
incidenza e mortalità per gli uomini calcolati sullo stesso standard (standard mondiale) sono 18,8 e
12,6/100.000.
Nelle femmine mediamente nel mondo il tasso di incidenza grezzo è 10,7 casi/100.000 e quello
standardizzato (standard: popolazione mondiale) è 10,4/100.000 (10,0 nelle regioni più sviluppate
e 10,4 nelle regioni meno sviluppate), mentre i tassi di mortalità corrispondenti sono: 8,3/100.000
(grezzo) e 7,9/100.000 (standardizzato; 6,9 nelle regioni più sviluppate e 8,3 nelle regioni meno
sviluppate). In Perù sono stati registrati i tassi più alti sia di incidenza che di mortalità (30,6 e
24,1/100.000) e in Malawi i più bassi (0,8 e 0,8/100.000). I tassi italiani di incidenza e mortalità per
le donne calcolati sullo stesso standard (standard mondiale) sono 9,7 e 6,5/100.000.
I tassi europei più bassi sono stati registrati in Svezia e Danimarca e nell’Europa occidentale, i più
alti nell’Europa centro-orientale e nell’Europa meridionale, in quest’ultima regione è compresa
l’Italia e i suoi tassi sono superati, oltre che da quelli di alcuni paesi dell’est, anche dai tassi di altri
paesi meridionali (Macedonia, Croazia, Slovenia, Portogallo) (GLOBOCAN, 2002).
Nei dati del pool AIRT 1998-2002 (2007) è stato registrato un rapporto tra le aree italiane con i
tassi più alti (generalmente nel Centro Italia) e quelle con i più bassi (nel Meridione) pari a circa 3
sia fra gli uomini che fra le donne. L’area di Firenze e Prato si colloca a livelli elevati di mortalità e
incidenza, superiori a quelli medi del pool AIRT, ma altre aree italiane sono al vertice del ranking:
Macerata e Romagna.
Nei dati di mortalità ISTAT 2002 tra le regioni italiane la Toscana risulta al 2° posto dopo l’Umbria
(femmine) o dopo il Friuli-Venezia Giulia (maschi) sulla base del tasso standardizzato per età sulla
popolazione italiana al Censimento 1991 (maschi: 2,23/10.000 per Italia e 2,88/10.000 per
Toscana; femmine: 1,09 per Italia e 1,43 per Toscana).
Il declino di incidenza e mortalità per tumore gastrico è dovuto al declino dei tumori distali, mentre i
tumori del cardias stanno aumentando (o comunque non stanno diminuendo), particolarmente nei
paesi occidentali. Il tumore gastrico distale predomina nei paesi in via di sviluppo e nei gruppi più
svantaggiati dal punto di vista socio-economico, è legato all’infezione da H. pylori e a fattori
dietetici. Il tumore gastrico prossimale è invece più comune nei paesi sviluppati e nelle classi più
elevate ed è legato alla malattia da reflusso gastro-esofageo e all’obesità. Si tratta quindi di 2
malattie distinte: tumore gastrico prossimale (o del cardias) e tumore gastrico distale (o non
cardiale) (Hohenberger, 2003; Liu, 2004; Crew, 2006).
Sulla base della classificazione di Lauren si distinguono 2 principali tipi istologici: ben differenziato
o tipo intestinale e indifferenziato o tipo diffuso, mentre il primo è generalmente legato alla gastrite
del corpo con atrofia gastrica e metaplasia intestinale, il secondo origina generalmente da una
pangastrite senza atrofia (IARC, 2000). Diversa è la distribuzione per età di questi due tipi di
tumore gastrico (Wachtel, 2006). I tumori di tipo intestinale sono più comuni negli uomini e nelle
21
età più anziane, predominano nelle aree geografiche ad alto rischio (Asia orientale, Europa
orientale, America centrale e meridionale) e rendono conto della gran parte della variazione
internazionalmente osservata nella distribuzione di frequenza dei tumori gastrici. I tumori di tipo
diffuso invece hanno un rapporto M/F più vicino a 1, sono più frequenti nelle età più giovani e
hanno una distribuzione geografica più uniforme (IARC, 2003; Crew, 2006).
La gran parte del declino mondiale di frequenza del tumore gastrico è dovuta alla diminuzione di
incidenza di tumori di tipo intestinale, al contrario l’incidenza di tumori di tipo diffuso (compreso il
tipo a cellule ad anello con castone) sta aumentando (Henson, 2004; Parfitt, 2006).
Nell’archivio bibliografico PubMed sono stati trovati alcuni lavori che hanno esaminato l’incidenza e
la mortalità per tumore gastrico applicando modelli di analisi età-periodo-coorte, di cui solo uno
italiano (De Carli, 1986). Le coorti di nascita interessate dalla diminuzione di incidenza e mortalità
per tumore gastrico (TG) sono state quelle successive: al 1850 per gli USA (Sonnenberg, 1993;
Correa, 2003), al 1890 per l’Italia (De Carli, 1986; Imamura, 2005) e al 1900 per il Giappone
(Lambert, 2002; Imamura, 2005). Da alcuni autori è stata evidenziata una stagnazione di questo
andamento per le coorti nate intorno alla seconda guerra mondiale (De Carli, 1986; Aragones,
1997a e 1997b). Analisi della mortalità per coorte sono state fatte da Sonnenberg per l’ulcera
peptica in Inghilterra e Galles (2006) e per ulcera e tumore gastrico negli USA (1993).
Nei dati di mortalità giapponesi è stato descritto sia un effetto coorte che un effetto periodo
(Hamajima, 1987). Sempre in Giappone lo studio dell’incidenza stadio-specifica ha evidenziato un
declino del tumore gastrico regionale e un aumento del tumore gastrico localizzato nel periodo
1975-95 (Lambert, 2002); questo fenomeno è stato attribuito alla diffusione in Giappone della
diagnosi precoce per tumore gastrico e all’inclusione nei dati di incidenza delle forme intramucose
a prognosi favorevole che spiegherebbe perché nello stesso periodo la mortalità per tumore
gastrico in Giappone è diminuita più velocemente dell’incidenza. Anche negli USA è stato descritto
un fenomeno simile: l’incidenza del tumore gastrico non cardiale localizzato, tra il 1973 e il 2002,
nella maggior parte delle classi di età, non è diminuita, ma, anzi, è aumentata nella classe di 85
anni e più (Lau, 2006).
In Svezia l’incidenza di tumore gastrico è diminuita mostrando un effetto coorte (Hansson, 1991),
mentre quella dell’adenocarcinoma dell’esofago e del cardias è aumentata mostrando un effetto
periodo (Walther, 2001).
Sono stati descritti, in una regione francese, andamenti differenziati di incidenza sia per periodo
che per coorte a seconda della sottosede (distale/prossimale) e della morfologia
(adenocarcinoma/carcinoma indifferenziato) del tumore gastrico (Bouvier, 2002). Molti lavori
evidenziano recenti aumenti di incidenza e/o mortalità del tumore gastrico cardiale, che risulta
associato a fattori di rischio peculiari (Kamangar, 2006); nei Paesi Bassi viene descritto un effetto
coorte per questo tumore (Laheij, 1999); negli USA in un lavoro del 1993 è stato evidenziato un
effetto coorte solo parziale (Zheng, 1993) non confermato da lavori successivi (El-Serag, 2002;
Jeon, 2006), ma non può essere escluso che vi siano stati per il passato problemi di
misclassificazione della sottosede (Corley, 2004). Anche in Europa uno studio di valutazione delle
diagnosi di tumore gastrico raccolte dai Registri Tumori di popolazione ha evidenziato problemi di
non adeguata definizione delle diagnosi topografiche (sottosede) e istologiche (Carneiro, 2007).
In Italia (area di sette registri di popolazione) è stato descritto un trend in aumento, statisticamente
significativo, dell’incidenza di adenocarcinoma esofageo e del cardias nelle donne di età inferiore a
60 anni e negli uomini di età superiore a 75 anni (Orengo, 2006).
In Giappone usando la classificazione JRSGC, anziché quella di Lauren, sono stati descritti tre
andamenti per tre diversi raggruppamenti di tipi istologici di tumore gastrico (Kaneko, 2001).
Nello studio dell’epidemiologia del tumore gastrico sono stati molto importanti, oltre ai classici studi
di mortalità e incidenza, anche gli studi sui migranti da un paese ad alta incidenza ad uno a bassa
incidenza che hanno mostrato una diminuzione del loro rischio di tumore gastrico entro due
generazioni (IARC, 2003).
AIRT. http://www.registri-tumori.it/incidenza1998-2002/rapporto/Schede%20specifiche%20per%20
tumore/Tumore%20dello%20stomaco.pdf (accesso 1.9.2007).
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4.2. FATTORI DI RISCHIO
La familiarità è stata stimata presente nel 5-10% dei tumore gastrico ma le conoscenze a riguardo
sono abbastanza limitate (Barber, 2006). Più studiati sono i fattori di rischio ambientali. Qui di
seguito viene presentata una revisione bibliografica approfondita relativa ai fattori di rischio
ambientali ed in particolare: l’H. pylori, la dieta, le condizioni igienico sanitarie ed i determinanti
socio-economici.
E’ stata anche suggerita un’interazione tra polimorfismi genetici e infezione da H. pylori (Ushijima,
2007).
4.2.1. HELICOBACTER PYLORI
Nel 1982 Marshall e Warren hanno identificato H. pylori come causa di gastrite e ulcera,
successivamente l’infezione da H. pylori è stata messa in relazione anche con il tumore gastrico.
Nel 1994 la IARC ha classificato l’H. pylori tra i cancerogeni certi per l’uomo (Gruppo 1).
L’infezione da H. pylori è molto diffusa, viene contratta nell’infanzia, ma anche nelle età successive
e la sua prevalenza aumenta con l’età. L’uomo è il serbatoio di questo batterio che ne colonizza lo
stomaco (specialmente a livello dell’antro) probabilmente da lunghissimo tempo nella storia umana
(Brown, 2000).
In varie aree la prevalenza di H. pylori nella popolazione ha mostrato un effetto coorte e una
diminuzione nel tempo (Banatvala, 1993; Roosendaal, 1997; Perez-Perez, 2002; Vyse, 2002).
Nella popolazione giapponese, che ha tassi elevati di tumore gastrico, è stata trovata una più alta
prevalenza di H. pylori per le coorti nate negli anni ’40 e ’50 cioè nel periodo bellico e post-bellico
(Replogle, 1996). L’effetto coorte rilevato per l’ulcera duodenale rifletteva quello evidenziato per
l’infezione da H. pylori a Bristol, Regno Unito (Harvey, 2002).
Nel mondo la variabilità dei livelli di sieroprevalenza per H. pylori è molto ampia e correla in genere
positivamente con la variabilità dei tassi di incidenza per tumore gastrico (EUROGAST, 1993;
Correa, 2003; Torres, 2005). La sieroprevalenza di H. pylori in Italia è stata stimata a livelli
intermedi rispetto al range di variazione mondiale. In Toscana, nell’area fiorentina due studi di
25
popolazione condotti nel 1986-87 e nel 1990 avevano evidenziato una siero-prevalenza intorno al
50% nella popolazione al di sopra dei 50 anni (Palli, 1993; EUROGAST, 1993) e valutazioni più
recenti nelle stesse aree mostrano un ulteriore declino nella sieroprevalenza. Tuttavia la
sieroprevalenza dell’infezione da H. pylori in un campione di 200 individui di età tra 55 e 64 anni
residenti nel Casentino, un’area della provincia di Arezzo caratterizzata da una mortalità per
tumore gastrico particolarmente elevata, è stata stimata intorno all’84% (Masala, 2004).
Pur essendo la infezione da H. pylori molto diffusa il tumore gastrico colpisce un numero limitato di
soggetti: alcuni cofattori, legati al tipo di ceppo e/o alla risposta dell’ospite all’infezione , fanno sì
che una parte delle persone infette abbia un rischio maggiore di sviluppare tumore gastrico; il
rischio aumenta, ad esempio, se l’infezione è sostenuta da ceppi di H. pylori che presentano il
gene A associato alla citotossina (cagA+) (Kuipers, 1995; Parsonnet, 1997; Torres, 1998) o se
nell’ospite esistono polimorfismi genetici che comportano un elevato livello di espressione della
citochina proinfiammatoria interleuchina-1β (El-Omar, 2000 e 2003; Correa, 2005; Palli, 2005).
Non può inoltre essere escluso il ruolo modulante di altri fattori, quali le abitudini alimentari.
Alcune metanalisi hanno stimato che il rischio di tumore gastrico correlato all’ infezione è
aumentato di circa 2-3 volte con valori anche superiori per i tumori non cardiali (Helicobacter and
Cancer Collaborative Group, 2001; Eslick, 1999).
Queste stime sono state confermate recentemente nello studio prospettico europeo EPIC
(European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition) in cui è presente per la prima volta
anche una componente italiana. Lo studio utilizzando analisi multivariate che hanno tenuto conto
anche dei consumi individuali di frutta verdura e di carne rossa fresca e conservata, ha mostrato
che il rischio di tumore gastrico è legato essenzialmente alla presenza di anticorpi contro i ceppi H.
pylori CagA+ (misurati con tecniche avanzate) e le stime sono state ottenute tramite. Il rischio è
evidente nei tumori non cardiali e particolarmente elevato nei paesi mediterranei (Palli, 2007).
Sulla base di un RR per tumore gastrico non cardiale pari a 5,9 per H. pylori con positività 10 anni
o più prima della diagnosi, è stata calcolata la frazione di tutti i tumori gastrici attribuibile all’ H.
pylori, differenziando tra paesi sviluppati e in via di sviluppo; nel mondo tale quota è pari al 63,4%
dei TG (Parkin, 2006).
4.2.2. DIETA
Molti studi epidemiologici condotti in paesi diversi hanno valutato l’associazione tra tumore dello
stomaco e abitudini alimentari. In generale tra i fattori di rischio accertati vi è l’elevata assunzione
di alimenti sia di origine animale che vegetale conservati secondo procedure tradizionali, quali ad
esempio la salamoia o l’affumicatura o comunque ricchi di sale, nitriti, e N-nitroso composti.
Avrebbero invece un effetto protettivo elevati consumi di frutta (in particolare di agrumi) e verdure
(in particolare verdure crude e a foglia) (Palli, 2000; Key, 2002). L’introduzione del frigorifero
comportando la riduzione di metodi tradizionali di conservazione dei cibi e la maggiore disponibilità
in tutte le stagioni di frutta e verdura sarebbe quindi almeno in parte responsabile della riduzione
dell’incidenza del tumore gastrico.
In un ampio studio caso controllo condotto in Italia negli anni ‘80 è stato evidenziato un aumento di
rischio per consumi crescenti di minestre tradizionali, carne conservata ma anche fresca, pesce
essiccato o conservato sotto sale. Un rischio ridotto di tumore gastrico è stato associato a elevati
consumi di verdure crude, frutta fresca e agrumi nonchè al consumo di spezie, aglio e olio di oliva
(Buiatti, 1989). L’analisi del rischio di tumore gastrico in relazione all’assunzione di macro e
micronutrienti stimati da questionario ha confermato questi dati evidenziando un aumento di rischio
per assunzioni elevate di proteine e nitriti e un effetto protettivo legato all’assunzione di vitamina C,
vitamina E, betacarotene e grassi vegetali (Buiatti, 1990).
Questi dati sono stati confermati recentemente nell’ambito dello studio prospettico europeo EPIC,
basato su 500.000 volontari europei di cui circa 47.000.
Livelli più elevati di carotenoidi, retinolo, alfa-tocoferolo (Jenab, 2006a) e vitamina C (Jenab,
2006b) sono risultati infatti associati ad un rischio ridotto di sviluppare il tumore gastrico anche in
modelli aggiustati per H. pylori.
Elevati livelli di consumo di carni rosse sia fresca che conservata sono risultati associati ad un
aumento del rischio di tumore gastrico non cardiale e questa associazione è apparsa
26
particolarmente marcata nei soggetti H. pylori positivi (Gonzalez, 2006), mentre elevati consumi di
cereali integrali sono risultati protettivi nei confronti del tumore gastrico del tipo istologico diffuso
(Mendez, 2007)
La relazione tra dieta e rischio di tumore gastrico è stata valutata anche in termini di profili
alimentari. In uno studio condotto in Toscana nell’area fiorentina, un profilo alimentare definito
“tradizionale” (ricco in carboidrati complessi, alcol e alimenti ricchi in composti nitrosi) è risultato
fortemente associato al tumore gastrico mentre un profilo alimentare caratterizzato da consumi
elevati di alimenti ricchi in vitamine antiossidanti e povero in proteine è risultato protettivo (Palli,
2001). Altri studi hanno suggerito una associazione positiva tra tumore gastrico e pattern
caratterizzati da elevati consumi di carne negli Stati Uniti (Chen, 2002) o da elevato consumo di
cibi tradizionali in Giappone ( Kim, 2004).
4.2.3. CONDIZIONI IGIENICO-SANITARIE
L’introduzione del frigorifero, come poco sopra citato, comportando la riduzione di metodi
tradizionali di conservazione dei cibi e la maggiore disponibilità in tutte le stagioni di frutta e
verdura sarebbe in parte responsabile della riduzione dell’incidenza del tumore gastrico
(Coggon,1989). I moderni frigoriferi per uso domestico si sono diffusi negli USA negli anni ’30 e in
Italia negli anni ’50. Per la conservazione del cibo ogni cultura precedentemente aveva utilizzato
tecniche diverse a seconda anche del tipo di alimento da conservare: salatura, affumicatura,
essiccazione, etc. Nell’Italia del dopoguerra circa un quarto delle case italiane era ancora privo di
acqua, luce, gas e bagni, cioè di quelli che negli altri paesi erano ritenuti come servizi base
(Crainz,1998).
Talora nelle case erano utilizzati per la conservazione dei cibi degli armadi detti ghiacciaie che non
permettevano ai cibi di raggiungere quelle temperature ottimali di refrigerazione oggi possibili con i
frigoriferi.
4.2.4. DIFFERENZE SOCIO-ECONOMICHE
Incidenza e mortalità per tumore gastrico mostrano eccessi nei gruppi di popolazione con più
basso livello socio-economico (Faggiano, 1997; Nagel, 2007) ed è anche stato notato che, nei
paesi dove coesistono gruppi ad alta e a bassa prevalenza di infezione da H. Pylori, buona parte di
questa differenza sia da attribuire ai fattori di rischio per l’infezione associati alla classe sociale
(Boffetta, 1997).
In Italia la mortalità per tumore gastrico è generalmente inferiore nei comuni urbani, rispetto ai
semiurbani o rurali, ma nell’Italia del sud è stato descritto anche un gradiente inverso (Bidoli, 1993
e 1998; Uccelli, 2000; Crocetti, 2002). A Taiwan la mortalità per tumore gastrico era maggiore nelle
aree urbane per le coorti nate prima del 1910 e nelle aree rurali per le coorti successive (Lee,
1994).
Altri autori evidenziano un’associazione positiva tra mortalità per tumore gastrico e circostanze
socio-economiche avverse nell’infanzia e chiamano in causa un’infezione persistente da H. Pylori,
instauratasi in età molto precoce (Forman, 2000; Leon, 2000; Hart, 2003; Morris, 2000; Smith,
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31
32
-5NOTE METODOLOGICHE
Tassi standardizzati di mortalità
Sono una media ponderata dei tassi specifici per età usando come pesi la struttura per classe di
età di una popolazione standard. Servono per confrontare tra loro i tassi di due o più popolazioni
con struttura diversa per composizione in classi di età.
Si ottengono moltiplicando ciascun tasso specifico per classe di età della popolazione in studio per
la numerosità della popolazione standard per la medesima classe di età, sommando tra loro tutti i
prodotti così ottenuti e dividendo il tutto per il totale della popolazione standard. La somma dei
prodotti di ciascuna classe di età rappresenta la mortalità che la popolazione standard avrebbe se
sperimentasse la stessa mortalità della popolazione in studio.
di
TSD
=
∑ n ×N
i
N
i
×K
TSD = Tasso standardizzato diretto
di = Numero dei decessi per ciascuna causa nella classe di età “i-esima”
ni = Numerosità della popolazione nella classe di età “i-esima” in studio
Ni = Numerosità della popolazione standard nella classe di età “i-esima”
N = Numerosità della popolazione standard
K = Costante moltiplicativa (100.000)
La popolazione standard utilizzata in questa pubblicazione è quella europea. Si basa su una
popolazione fittizia, di numerosità totale pari a 100.000 individui ed è la stessa sia per i maschi che per
le femmine, ed è così distribuita per classi di età:
Classi di età
0-4
5-9
10-14
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-69
70-74
75-79
80-84
85+
Totale
Numerosità
8.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
7.000
6.000
5.000
4.000
3.000
2.000
1.000
1.000
100.000
33
Stimatori Bayesiani Empirici (EBMR)
Gli Stimatori Bayesiani Empirici (EBMR – dall’inglese Empirical Bayesian Mortality Ratio) sono
rapporti tra decessi osservati ed attesi ottenuti con un modello di analisi che combina le
informazioni empiriche contenute nei dati con un’ipotesi di distribuzione dei rischi relativi definita a
priori. In particolare è stata utilizzata la metodica proposta da Clayton e Kaldor nel 1987 che adotta
per i rischi relativi tra aree una funzione di densità di probabilità parametrica di tipo gamma, per la
quale le stime bayesiane presentano una formulazione semplice. Si tratta di un metodo tra i
migliori utilizzabili per la mappatura spaziale dei fenomeni morbosi (Lawson, 2000). Ogni stima
viene ad essere corretta verso la media complessiva. Le stime ottenute presentano
complessivamente una maggiore stabilità degli SMR: nelle aree dove i casi osservati sono molti la
correzione è infatti piccola, mentre nelle aeree a bassa numerosità la correzione è grande e la
stima è prossima alla media totale. Le stime che si ottengono rappresentano quindi un
compromesso tra l’SMR locale e la distribuzione regionale di tutti gli SMR.
Al fine di evitare un indebito appiattimento delle stime di mortalità sulla media generale, gli EBMR
possono essere calcolati solo in presenza di una eterogeneità dei rischi. E’ noto che la
popolazione è distribuita in modo non omogeneo sul territorio e che le aree hanno differenti
ampiezze. Si ipotizza quindi che le frequenze dei decessi siano distribuite proporzionalmente alla
densità degli abitanti, sotto l’ipotesi nulla di assenza di un gradiente spaziale di rischio. Le
frequenze dei decessi osservati tenderanno a seguire una distribuzione di Poisson non omogenea,
e si dirà che esiste una eterogeneità dei rischi quando la varianza osservata sarà maggiore della
varianza poissoniana (Biggeri, 1998). E’ stato dimostrato che la distribuzione di probabilità dei casi
osservati è una binomiale negativa nell’ipotesi che la distribuzione dei rischi relativi tra aree abbia
una funzione di densità di probabilità parametrica di tipo gamma (Martuzzi, 1995).
Pertanto su ogni insieme di dati, prima di calcolare gli EBMR, è stato effettuato un test di
eterogeneità sulla distribuzione dei decessi osservati utilizzando il software STATA, versione 8. Il
livello di significatività al di sopra del quale gli EBMR non sono stati calcolati è pari al 10%, avendo
ritenuto opportuno mantenere un atteggiamento conservativo nel valutare la distribuzione dei
rischi. Per la rappresentazione cartografica degli EBMR è stato utilizzato il sotware ArcGis,
verisone 9.1.
Modelli età- periodo-coorte
L’analisi età-periodo-coorte è un’insieme di tecniche statistiche che permettono di studiare
l’andamento temporale di un fenomeno (la mortalità) osservandolo da tre diverse prospettive: l’età
(al decesso), l’anno di nascita (Coorte) e l’anno del decesso (Periodo).
L’effetto età rappresenta il diverso rischio associato per differenti gruppi d’età. L’effetto periodo e
coorte cercano di spiegare il cambiamento dei tassi in relazione al tempo. L’effetto periodo
rappresenta il cambiamento del fenomeno per tutti i gruppi di età simultaneamente. L’effetto coorte
è associato al cambiamento dei tassi in età e periodi successivi.
Per esempio l’effetto periodo può essere il risultato di un cambiamento nel trattamento di una
malattia che riduce la mortalità in tutte le età nello stesso tempo. L’effetto coorte rappresenta la
diversa esposizione a fattori di rischio o diversi stili di vita delle generazioni nel tempo
Per spiegare meglio cosa significa fare questo, ad esempio, se una vaccinazione viene resa
obbligatoria ad una determinata età, come è successo per la vaccinazione per l’epatite B una
decina di anni fa, avremmo una diminuzione di incidenza della malattia che si manifesta soprattutto
come effetto coorte: quindi, da una coorte in avanti osserveremo tassi di incidenza per epatite B
più bassi. Mentre, se ad esempio viene promulgato un bando di utilizzo di un cancerogeno, come
ad esempio è successo per l’amianto, dovremmo osservare un effetto che insiste soprattutto sul
periodo, perché il decreto di bando è trasversale a tutte le coorti. In realtà per l’amianto, come per
lo screening per il tumore della mammella, l’effetto è sì trasversale, ma insiste solo su alcune
coorti, quelle in età lavorativa, per l’amianto, quelle sottoposte allo screening, per lo screening del
tumore della mammella.
34
Estimated Percent Change [EPC]
E’ la stima del cambiamento percentuale fra la media dei tassi del primo e dell’ultimo biennio di un
certo periodo di osservazione (x-y)
Estimated Percent Annual Change [EAPC]
Viene calcolato adattando ai dati una retta di regressione dei minimi quadrati sul logaritmo naturale
dei tassi, utilizzando l'anno di calendario come variabile di regressione.
T = tassi
Y = Ln(T )
X = anno di calendario
Y = βX + α
EAPC = 100 × (e β − 1)
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